教育擴(kuò)張下的文憑價值變化的實證分析

[摘要]本文利用中國綜合社會調(diào)查（CGSS 2008）研究探討教育擴(kuò)張過程中的文憑價值變化問題。度量教育擴(kuò)張過程中，高中及大學(xué)文憑貶值因子。采用partial proportional odds模型，對各個年齡組分別回歸。利用估計系數(shù)構(gòu)建文憑貶值因子，重點分析大學(xué)和高中階段教育對社會經(jīng)濟(jì)地位的影響。研究表明，高中階段教育對于個人社會經(jīng)濟(jì)地位的提升作用不斷加強(qiáng)，而大學(xué)文憑在人們社會經(jīng)濟(jì)地位的提高過程中所起的作用越來越小。

[關(guān)鍵詞]教育擴(kuò)張；等比例概率模型；文憑貶值；社會經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)

[中圖分類號]G40-051[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]1005-6432（2014）1-0111-02

1引言

伴隨著我國各層次教育的極速膨脹，特別是1999年開始的高等教育擴(kuò)張，一系列問題引起了人們的廣泛關(guān)注，其中就業(yè)問題，文憑貶值問題成為了人們討論的熱點。這些問題不僅與人們在勞動力市場上的求職就業(yè)相聯(lián)系，關(guān)系到人們社會經(jīng)濟(jì)地位的獲得問題，同時它也涉及了我國教育發(fā)展進(jìn)程如何進(jìn)一步推進(jìn)，以及人們的教育決策會據(jù)此發(fā)生怎樣的變化等一系列問題。

2模型建立及數(shù)據(jù)分析

2.1數(shù)據(jù)來源及模型設(shè)立

2.1.1數(shù)據(jù)說明

（1）本文采用CGSS 2008年調(diào)查數(shù)據(jù)。主要考慮1977年高考恢復(fù)后，進(jìn)入高中和大學(xué)的各學(xué)齡群體的受教育問題。選取在2008年，年齡在25～48歲的成年人為研究對象，按出生年取每3年為一組，年齡在46～48歲為年齡組1（cohort1），43～45歲為年齡組2（cohort2），以此類推，各年齡組人數(shù)統(tǒng)計見表1：

本文涉及的主要變量有：

被解釋變量：個人職業(yè)類別（myOcc3）：對個人完成教育后開始的第一份職業(yè)重新進(jìn)行編碼。將原始CGSS 職業(yè)變量編碼（ISCO-88年職業(yè)編碼）轉(zhuǎn)化為Treiman國際標(biāo)準(zhǔn)職業(yè)聲望指數(shù)，然后對其排序。把所有職業(yè)從低到高劃分為三個層次：若務(wù)農(nóng)以及職業(yè)聲望指數(shù)在0～34，變量取值為1；職業(yè)聲望指數(shù)在35～55，變量取值為2；職業(yè)聲望指數(shù)在56～80，取值為3。

解釋變量主要有：個人最高受教育程度（college / highsch），以及其他個人特征、背景變量。其中父親職業(yè)類別（dadOccisei）取值與個人職業(yè)類別變量取值類似，考慮到樣本父輩務(wù)農(nóng)人數(shù)眾多這一情況，這里劃分了4個類別，分別是：務(wù)農(nóng)，變量取值為1；職業(yè)聲望指數(shù)在0～39，變量取值為2；職業(yè)聲望指數(shù)在40～59，取值為3；職業(yè)聲望指數(shù)在60～80，取值為4。戶口變量（hukou），民族變量（race）均為虛擬變量。

2.1.2模型設(shè)立

采用partial proportional odds 模型建立宏觀層面文憑貶值的風(fēng)險因子，主要研究文憑貶值問題分別在高中和大學(xué)教育階段各個學(xué)齡組間的變化。在建立文憑價值貶值風(fēng)險因子的過程中，需要對不同學(xué)齡群體進(jìn)行劃分，建立學(xué)齡組控制變量。在各個教育階段，對不同受教育群體（學(xué)齡組）分別考慮采用Ordered Logit 模型分析。檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)置是否正確時，采用UCLA大學(xué) STATA模型檢驗?zāi)K以及相關(guān)程序，檢驗?zāi)Ｐ褪欠駶M足Ordered Logit模型的比例概率假設(shè)。

對于模型是否可以采用等比例概率模型，比例概率假設(shè)是否成立，主要可以采用Stata 中的omodel 檢驗，或Brant檢驗。這里以Brant為例進(jìn)行說明如下（通過Omodel檢驗可以得到相同的檢驗結(jié)果）。

此檢驗結(jié)果證實了違反平行假設(shè)，等比例概率模型不能使用。其中，college、dadOccisei、gender變量未違背等比例概率假設(shè)（見表2）。

這里控制變量college（在對高中階段回歸時，變量為highsch）的系數(shù)不隨j變化，其余各個背景解釋變量系數(shù)可以自由變動，事實上在對各個年齡組分別回歸中，很多背景解釋變量并沒有違背比例概率假設(shè)條件，為了最大程度簡化模型，這里采用Stata 中g(shù)ologit2 模塊對未違背假設(shè)條件的背景變量進(jìn)行約束，使其系數(shù)在不同j下保持不變（見表3）。

2.2模型估計結(jié)果：

采用部分比率概率模型（partial proportional odds model），并利用Stata gologit2 autofit 指令（Richard Williams，2006）完成模型估計（以下如未特別說明均以cohort1 為例，估計結(jié)果如下）。

3結(jié)論

高中文憑貶值因子在整體上呈現(xiàn)增長趨勢，除了在年齡組6上略微低于1，而其他年齡組中，文憑貶值因子均大于1。由此我們不難得出結(jié)論，隨著時代發(fā)展，高中教育對于提升人們的社會經(jīng)濟(jì)地位的作用是至關(guān)重要的，尤其對于年輕一代，通過接受高中教育，掌握了一定的技術(shù)知識，可以迅速取得一個相對比較穩(wěn)定的職業(yè)地位，高中文憑對于人們的社會經(jīng)濟(jì)地位的改善起到了很大的作用，并且這種作用在年輕一代中表現(xiàn)更為明顯。

相比之下，大學(xué)文憑貶值現(xiàn)象比較嚴(yán)重。大學(xué)文憑貶值因子在大多數(shù)情況下小于1，只有在年齡組7上表現(xiàn)略微大于1，說明相較于之前的學(xué)齡組，大學(xué)文憑對于社會經(jīng)濟(jì)地位的提升作用越來越不明顯，特別是對于年輕一代，大學(xué)文憑已經(jīng)無法保障人們獲得一個相對較高的社會地位。由此不難得出這樣的結(jié)論，人們?yōu)榱巳〉门c之前畢業(yè)的大學(xué)生相同的社會地位，找到一個相對較好的工作，需要達(dá)到一個更高的教育層次，這也是現(xiàn)今社會的一個寫照，“考研熱”似乎在不斷升溫，高燒不退，為了取得更好的工作，人們在不斷提高自己的教育水平，與此同時，勞動力市場上對于求職者的教育水平也不斷提出更高的要求。

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